政府审计的溢出效应检验——基于分析师关注视角

李文文（博士），袁 红

政府审计是国家治理体系中的重要组成部分（刘家义，2015），对于推进政府、社会和市场治理现代化具有重要意义。作为一项重要的外部治理机制，政府审计不仅直接监督被审计单位财政收支或财务收支情况，还对公司经营决策发挥着重要的外部治理作用。相关文献支持了政府审计的经济后果，包括影响被审计单位市场表现（褚剑和方军雄，2017）、经营行为（池国华等，2019）、业绩表现（陈茹等，2020）等。

政府审计的作用不仅限于被审计单位，还能对资本市场上其他行为主体产生影响，如外部审计质量、分析师盈余预测等（李晓慧和蒋亚含，2018；
王美英等，2021）。分析师是资本市场重要的信息媒介，通过对上市公司的关注来促进信息的传递（Huang等，2018）。而根据检索，尚未有文献直接讨论作为外部监督机制的政府审计对分析师关注行为的影响。王美英等（2021）研究发现，政府审计能够提升分析师预测质量，但他们忽视了政府审计对分析师“择股”决策的影响。理论上，一方面，政府审计的外部治理作用能够对企业本身的行为或决策造成影响；
另一方面，政府审计行为本身及其结果的公布能够传达一定的信息，改善企业的信息环境。这些影响将如何溢出到分析师？有限注意力的分析师是否依据政府审计调整跟踪策略？这是本文关注的重点问题。

基于此，本文基于审计署针对中央企业的审计样本探讨政府审计对资本市场分析师关注决策的溢出效应。基于手工整理的审计结果信息，采用双重差分模型检验政府审计对分析师关注的影响。研究发现，相对于未受政府审计的样本，受政府审计的样本组分析师关注度更低。机制检验发现，政府审计通过降低企业盈余管理程度、提高盈余可预测性，从而降低了市场对分析师信息的需求以及加大了分析师通过私有信息获利的难度。进一步研究表明，当企业所在地审计执法力度较大、市场化水平较高以及企业内控水平较高时，政府审计对分析师行为的溢出效应更为明显。此外，政府审计降低分析师关注度这一现象产生了一定的经济后果，缓解了分析师关注对企业创新的压力，提高了企业创新投资水平。

本文的研究贡献体现为三点：第一，从资本市场中介视角研究政府审计的经济后果，丰富了政府审计功能与影响领域的文献。政府审计在推进经济社会高质量发展中发挥着重要作用，因而对经济社会各参与主体具有广泛影响。分析师作为上市公司与投资者的信息桥梁，其行为能够有效反映上市公司治理成果及信息状态，因而本文的结论具有重要意义。第二，从国家治理角度分析对分析师关注的影响，拓展了分析师行为决策影响因素方面的研究。为检验分析师对宏观政府监管行为的反应提供了新的视角和经验证据，提供了研究分析师行为决策的新视角，深入到分析师内在决策过程的“黑箱”。第三，研究表明政府审计能够有效改善企业信息环境、降低投资者信息搜寻成本，对资本市场中介具有正向筛选作用，为政府审计的监管效果提供了新的证据支持，同时为政府相关部门制定监管政策，并借助分析师等市场中介的力量更好发挥政府审计的功能，进一步提升资本市场效率提供了一定的经验证据。

政府审计可能从两个方面潜在地影响分析师的行为。一方面，政府审计行为本身能够发挥一定的治理作用，如通过审计识别和揭示企业经营管理不当问题，并督促企业整改；
另一方面，政府审计行为本身及其结果的公布能够传达一定的信息，改善企业的信息环境。因此，政府审计后企业治理和信息环境得以改善，从而影响分析师行为。

（一）政府审计对企业的外部治理功能

学术界对政府审计本质的认识经历了一定的发展过程，当前，“免疫系统论”这一观点得到广泛认可（池国华等，2019）。根据免疫系统论，政府审计是具有预防、揭示和抵御功能的“免疫系统”。政府审计外部治理功能的发挥，同样离不开这三大基本功能。

关于揭示功能，政府审计过程本身一定程度上就能够对被审计单位经营和治理问题进行揭示。政府审计机关作为专业性机构，具备识别和揭示企业经营管理问题的能力和意愿；
政府对央企进行审计时，会重点关注投融资等经营管理、会计核算和财务管理是否规范，以及高管遵守中央八项规定等方面的情况。例如，审计署审计结果公告2016 年第17 号详细披露了中国铝业公司被审计发现的问题，涉及投资者所关注的几乎所有重大问题，包括企业重大投融资决策、会计核算、高管廉洁等方面问题，在各个问题中又详细地列示了所涉及关联方、具体金额、对企业经营发展的具体影响等。

在识别和揭示被审计单位的经营管理不当问题后，政府审计机关可以通过督促企业整改、行使直接处罚权或移送处理权等措施，发挥政府审计的抵御和预防功能。识别和揭示问题并非政府审计的根本目的，深入挖掘问题的根源，找到制度缺陷或管理漏洞，据此给出标本兼治的良方才是最大化审计效果的路径。并且，我国政府审计中的“凡审计必公告”制度也是治理利器，通过信息公开，可有效倒逼企业重视审计结果和审计问题。另外，政府审计机关具有处罚权力，对于调查发现的央企部分违法违纪行为具有直接处罚权、行政强制措施权，对于审计过程发现的其他案件，审计机关有权移交纪检监察机关或司法机关。总而言之，通过自身职能的发挥，政府审计能够督促企业处理相关问题，并形成一定的威慑力，既“纠正于既然”，也“防患于未然”。

作为国家治理的重要工具，政府审计因其高效、灵活的特点，能够有效弥补现有市场和法律治理机制的不足。相关研究表明，政府审计能够通过发挥揭示功能、抵御功能以及实施事后处罚机制实现对被审计企业行为的监督与约束，改善企业的盈余质量、信息环境和治理质量（褚剑和方军雄，2016；
蔡利和马可哪呐，2014）。

（二）政府审计、信息供需与分析师关注

分析师作为资本市场的信息中介，是市场中主要的财务信息使用者与传递者，是连接上市公司与投资者的信息桥梁（Huang等，2018）。资本市场天然地存在对证券分析师的需求，同时，分析师的信息供给是由投资者对分析师信息的需求和分析师的供给意愿共同决定的（Bhushan，1989）。

政府审计通过治理效应的发挥，提高了企业经营管理的规范性，改善了企业盈余的可预测性，随着企业信息环境的改善，投资者的信息需求得到部分满足，对分析师额外信息的需求减少。结合政府审计的功能，当企业受到政府审计后，企业隐藏的负面消息能够被揭示，已发现的问题能够得到有效纠正，企业违规的动机将会被抑制，同时政府审计还会有效披露有关企业经营管理的更多细节信息，投资者无需通过分析师信息供给即可做出投资决策（马晨等，2013）。当审计结果公告后，原本属于企业的内部信息即可通过各种媒介传播成为公开信息，投资者可自行获取信息并用于投资决策。

政府审计在降低企业信息不对称性的同时，可能加大分析师通过私有信息获利的难度，降低了分析师供给信息的意愿。Barth 等（2001）指出，分析师偏好于私有信息多的公司，并基于此获取超额收益。但从信息供给角度看，随着政府审计对公司相关信息的揭示，以及对不当行为的公开与督促整改，原本可能由分析师挖掘并提供的私有信息成为投资者都拥有的公开信息，从而降低了分析师通过这些信息获利的可能。在这种情况下，对于原本信息不对称性强的公司，分析师能够挖掘的私有信息更少、获取难度更大，并且其从信息挖掘中获利的可能性降低，从而会降低分析师挖掘私有信息的意愿。当难以通过挖掘私有信息获益时，注意力有限的分析师很可能放弃跟踪这些公司，从而转向信息不对称性强的公司。

此外，政府审计行为本身具有信号效应。已有研究发现，随着国家审计结果的公告，相关上市公司表现出负向的市场反应（李小波和吴溪，2013）。而此前的研究表明，分析师为了获得更多的咨询顾问和投资交易佣金，更热衷于跟踪已经是“热门”的或者市场普遍“乐观看好”的股票（Das 等，2006）。类似地，廖佳和苏冬蔚（2021）、Christensen（2016）也研究发现，公司违规被处罚作为一种负面声誉事件，会导致分析师关注度显著降低。那么，从这一逻辑出发，政府审计因其本身所具有的负面信息含量，也可能导致分析师关注意愿的降低。

基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：其他条件不变时，相对于未受政府审计的公司，受到政府审计的公司被分析师关注得更少。

（一）数据来源

首先，基于审计署央企审计结果公告手工整理出受审计的集团企业，结合央企官网和上市公司实际控制人信息，整理出受审计影响的上市公司，作为受政府审计影响的实验组样本。其中，为了实证设计的方便，以及清晰识别政府审计的功能，在研究设计上仅考虑第一次审计的影响，不考虑重复审计的情形。考虑到这种设计可能存在不足之处，即本文的结论主要由受多次审计的公司导致，通过梳理审计报告发现，自2011年起开始针对同一公司进行重复审计，因此，本文在稳健性检验部分补充了样本区间为2009 ～2011年的检验。

其次，将2009 ～2017 年未受政府审计影响的上市公司作为对照组样本。考虑到2010年6月审计署首次公告央企审计结果，本文的样本期间始于2009年。值得注意的是，因为审计年份较公告年份具有滞后性，该样本期间涉及的审计公告年份为2010 ～2018年。

最后，删除金融类、变量缺失以及异常值样本，获得19458 条公司—年度观测值参与实证检验。其中，受审计署审计影响的实验组样本共1890条公司—年度观测值，包括232家公司。除政府审计数据外，其他数据从CSMAR 数据库获取，并对所有连续变量进行了Winsorize缩尾处理。

（二）模型构建

由于审计署分批次对不同央企执行审计，本文借鉴柳光强和王迪（2021）的做法，构建多时点双重差分模型来检验政府审计对分析师关注的影响。构建研究模型如下：

其中，对于解释变量政府审计（GovAudit）的度量，考虑到政府审计报告具有滞后性，本文借鉴李晓慧和蒋亚含（2018）的处理，如果样本企业所属集团公司被审计署审计，则取值为1，否则为0。GovAudit的系数β1用于度量被政府审计后分析师关注的变化。根据本文的假设，如果β1显著为负，说明被审计署审计的公司所受分析师关注在随后年度下降。同时，在回归模型中控制公司固定效应（Firm）和年度固定效应（Year），并报告稳健的标准误。

（三）变量说明

1. 被解释变量。本文的被解释变量为分析师关注。借鉴现有文献的做法，本文从两方面对分析师关注进行度量，一是分析师个体角度（董望等，2017），二是券商角度（马晨等，2013）。本文以跟踪公司的分析师数量（Analyst1）和跟踪公司的券商数量（Analyst2）构建主要变量。

2.控制变量。本文借鉴陈文川等（2021）的研究，控制了公司层面的财务变量、治理变量、审计意见变量和地区层面的市场化水平变量，以及公司固定效应（Firm）与年度固定效应（Year）虚拟变量。具体变量及度量方式如表1所示。

表1 变量定义

（一）描述性统计

表2 报告了主要变量描述性统计结果。分析师关注Analyst1 的均值是2.817、最大值是6.221、标准差是1.522，Analyst2 的均值是2.092、最大值是4.060、标准差是1.062，表明样本公司受到的分析师关注存在明显差异，分析师有选择性地关注不同的上市公司。政府审计GovAudit 的均值是0.069，表明约6.9%的样本企业受到了政府审计，这为本文的实证研究提供了样本条件。其余变量的描述性统计指标均分布于合理范围内。

表2 主要变量的描述性统计

（二）主检验结果

表3 报告了政府审计对分析师关注的影响结果。未加入控制变量时，列（1）和列（3）的结果显示，无论是以Analyst1 还是以Analyst2 作为分析师关注的度量指标，政府审计（GovAudit）的系数均显著为负，表明相对于未被审计的企业，受政府审计的企业更少受到分析师关注。列（2）和列（4）报告了加入控制变量后的检验结果，相关结果表明，政府审计（GovAudit）的系数均显著为负，说明政府审计显著减少了分析师对被审计企业的关注，H1 得以验证。此外，政府审计对分析师关注的影响具有经济显著性。列（2）和列（4）中，政府审计（GovAudit）的系数分别是-0.111 和-0.094，结合实验组中分析师关注变量Analyst1和Analyst2的标准差分别是1.434 和0.987（相关数据来自未报告的实验组描述性统计结果），可以计算出相比于未受政府审计影响的样本，受政府审计的样本企业的分析师关注度分别低7.74%（0.111/1.434）和9.52%（0.094/0.987），这突出反映了政府审计影响的经济显著性。以上结果说明政府审计对分析师关注行为的影响是重大而不可忽视的。

表3 主回归结果

（三）平行趋势检验

借鉴Bertrand 和Mullainathan（2003）的做法，本文开展如下动态分析，以检验政府审计前后样本公司受到的分析师关注是否满足平行趋势。具体地，构建七个类别变量分别反映审计前三年、审计当年和审计后三年，即Audit-3、Audit-2、Audit-1、Audit0、Audit+1、Audit+2和Audit+3，由以上变量代替GovAudit 进行检验，表4报告了平行趋势检验结果。可以看到，Audit-3、Audit-2和Audit-1的系数均不显著，而Audit0、Audit+1和Audit+2的系数显著为负，说明本文研究设计不存在平行趋势。此外，在列（1）和列（2）中，Audit+3的系数均不显著，这也说明政府审计的影响随时间推移而递减，因而政府审计中实行“回头看”连续审计具有重要意义。

表4 平行趋势检验

（四）稳健性检验

1.EBM检验。为避免主检验结论来自于样本自身固有差异，借鉴Chahine 等（2020）的做法，采用熵平衡匹配（EBM）方法对观测值赋予权重，减少实验组与控制组的固有差异。采用匹配后的平衡样本重新进行检验，结果如表5所示，可见政府审计显著减少了分析师关注，说明主检验结论是稳健的。

表5 政府审计与分析师关注：基于熵匹配平衡样本

2.安慰剂检验。为了排除其他随机因素对结论的影响，本文借鉴Cao等（2022）的研究，做了以下安慰剂检验。选择未受政府审计的样本，从中随机抽取样本并假设其受到政府审计，并向其随机分配审计年份，从而构造虚拟的处理组（FAudit）。表6报告了检验结果，结果显示政府审计（FAudit）的系数不再显著，说明本文的结论是稳健的，即政府审计的确减少了分析师关注。

表6 政府审计与分析师关注：基于熵匹配平衡样本

3.剔除混杂效应。考虑到本文的结果可能受到其他外生事件的影响，例如2013 年开始的中央巡视监督。此外，政府审计从2011 年开始出现重复审计，并在2012年发布审计报告，但主回归模型中仅考虑了首次审计的影响。为避免混杂效应，本文仅选取2009 ～2011 年的子样本重新开展检验。表7 报告了检验结果，表明政府审计减少分析师关注的研究结论仍然是稳健的。

表7 剔除混杂效应

4.PSM-DID 检验。本文进一步采用倾向得分匹配方法构造特征相近的实验组与控制组，并对配对后的样本重新进行检验。具体地，本文根据模型（1）中的控制变量，采用1∶1 最近邻匹配法获取匹配后样本。对配对后的样本重新进行回归分析的结果如表8 所示，结果表明，主要解释变量政府审计（GovAudit）的系数显著为负，也即对于未被审计的上市公司，在接受政府审计后分析师对其关注度显著降低，说明本文主检验结论是稳健的。

表8 PSM-DID检验

（五）机制检验

根据前文的理论分析，上市公司受到政府审计后，其经营管理中的问题会得到及时整改，从而提高盈余的可预测性与信息透明度，导致市场投资者对分析师信息需求降低，同时分析师通过挖掘私有信息获利的难度加大，从而分析师会减少对政府审计后公司的关注。为检验这一机制，借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的办法，以Jones 模型（Jones，1991）计算出盈余管理程度（DACC），实证检验“政府审计——盈余质量——分析师关注”这一路径。

表9报告的是“政府审计——盈余质量——分析师关注”这一路径的检验结果。在列（1）～（3）中，可以看到政府审计显著降低分析师关注以及企业盈余管理程度。当DACC和GovAudit被同时放入模型中时，DACC的系数显著为正，而GovAudit 的系数显著为负，且列（2）中GovAudit的系数绝对值小于列（1），结合Sobel检验结果，说明政府审计确实通过影响盈余管理程度（DACC）从而减少分析师关注。类似地，列（4）～（6）的结果也支持了盈余管理在政府审计影响分析师关注中的中介作用。这验证了前文的路径分析，即政府审计通过降低企业盈余管理程度从而降低信息不对称性这条路径影响分析师关注度。

表9 政府审计与分析师关注：基于盈余管理的机制检验

（六）横截面分析

1. 政府审计与分析师关注：审计执行强度的影响。在政府审计过程中，虽然审计要求和标准是统一的，但是审计的威慑功能却因地方审计的执行力度不同而存在差异。一般而言，公司被审计纠察识别的问题越多，审计效果也越好（池国华等，2019）。因此，有必要区分不同区域审计执行强度讨论政府审计的影响。本文借鉴陈文川等（2021）的做法，以地方审计机关移送司法机关人员数量度量审计执行强度，并按照移送人员数量中位数将样本划分为审计执行强度大和强度小的两组子样本分别进行检验，结果如表10 所示。可以看到：在审计执行强度大的样本组，政府审计对分析师关注的影响较大；
而在审计执行强度小的样本组，政府审计对分析师关注的影响并不明显。这一结果说明政府审计对分析师关注的影响依赖于实际审计执行强度，审计执行强度越大，政府审计的影响也越突出。

表10 政府审计与分析师关注：审计执行强度的影响

2.政府审计与分析师关注：制度环境的影响。当前我国企业所处制度环境依然薄弱，且各区域呈现制度环境不平衡的特点。企业的信息环境受到制度环境的制约，制度环境越好，信息效率也越高（肖华等，2016）。在较好的信息环境中，当企业受到政府审计后，投资者能够更为快速地获取信息，预期对分析师的信息需求显著降低。据此，本文以王小鲁等（2021）的市场化指数度量各区域的制度环境，并按中位数将样本划分为制度环境好和制度环境差两组，分别检验政府审计对分析师关注的影响，检验结果如表11 所示。可以看到，当企业所处区域制度环境较好时，政府审计对分析师关注的减少效应更为显著，而当企业所处区域制度环境较差时，政府审计对分析师关注的影响并不明显。这一结果说明政府审计对分析师关注影响的溢出效应有赖于企业所处的制度环境与信息环境，企业所处环境信息效率越高，政府审计的影响越能有效传递至分析师。

表11 政府审计与分析师关注：制度环境的影响

3. 政府审计与分析师关注：内部治理特征的影响。政府审计作为外部监督机制，其作用的发挥还依赖于企业内部治理环境（褚剑和陈骏，2021）。企业内部控制水平与企业内部治理水平密切相关，因此，本文区分不同内部控制水平分别检验政府审计作用的发挥。具体地，以迪博内控披露指数（HICQ）度量公司内部控制水平，根据中位数将样本划分为内控水平高组和内控水平低组。表12报告了分组检验结果，可以看到，当企业内控水平较高时，政府审计对分析师关注的影响更显著；
而当企业内控水平较低时，这一影响则不显著。以上结果说明，政府审计对信息环境的改善与企业内部治理状况密切相关，治理环境越好，政府审计的影响越能够有效传递至投资者与分析师。

表12 政府审计与分析师关注：内部治理特征的影响

（七）进一步分析：政府审计影响分析师关注的经济后果

创新具有周期长和风险高的特点，分析师关注会加强企业短期逐利动机，从而抑制企业创新行为（He和Tian，2013）。黄志宏等（2022）基于我国企业并购事件的研究也同样证实了分析师跟踪的压力效应，并且随着分析师跟踪数量的增加，压力效应占主导地位。本文研究发现，企业在接受政府审计后，信息环境得到改善，信息透明度显著提升，从而减少了分析师关注。那么在企业信息不对称性降低同时分析师关注减少的情况下，企业创新将如何变化？下面以企业研发投入占营业收入的比重度量创新投入（RD），反映企业创新行为，借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介因子检验方法，实证检验“政府审计——分析师关注——企业创新”这一传导路径，以展示政府审计影响分析师关注的经济后果。

表13 报告了实证结果，列（1）和列（4）的结果支持了政府审计对企业创新行为的积极影响，列（3）和列（6）的结果说明分析师关注会抑制企业创新，同时政府审计会促进创新行为，结合列（2）和列（5）中政府审计对分析师关注的抑制作用，可以得出政府审计通过减少分析师关注从而促进企业的创新投资。以上研究表明，政府审计减少分析师关注的同时，也缓解了分析师对企业创新的压力效应，从而促进了企业创新行为，上述结果凸显了政府审计在促进经济高质量发展中的重要意义，体现了政府审计的责任担当。

表13 政府审计、分析师关注与企业创新

（一）结论

本文以分析师关注为研究视角，考察政府审计对资本市场中介的溢出效应。以2009 ～2017年审计署实施的央企审计作为外生事件，构建多时点双重差分模型，检验了政府审计对被审计单位分析师关注的影响。结果发现：政府审计显著减少了被审计单位的分析师关注。进一步研究表明，政府审计主要通过降低企业盈余管理程度、提升企业的盈余可预测性、降低信息的需求与供给从而减少分析师关注。研究还发现，当公司所在地审计执行强度越大、制度环境越好、内部治理水平越高时，政府审计对分析师关注的影响越显著。此外，政府审计在减少分析师关注的同时能够缓解分析师关注对企业创新的压力，从而提高企业创新投资水平。本文基于资本市场中介的视角，探讨政府审计对分析师关注行为的影响及作用机理，这为政府审计影响资本市场中介的研究提供了直接证据，也为深入理解分析师关注行为的宏观影响因素提供了思路。

（二）启示

根据前文的研究结论，本文得到以下政策启示：①充分认识和落实政府审计制度，有效发挥审计功能：进一步健全政府审计常态化制度，推进国有资产审计监督全覆盖，促进企业建立长效风险抵御机制。②认识政府审计对资本市场多类经济主体的正向溢出效应，引领资本市场的良性发展循环：政府审计对于资本市场信息中介具有正向筛选作用，应强化审计成果应用，健全审计成果利用机制，充分发挥政府审计的经济监督效能，带动资本市场各主体的良性发展循环。③充分发挥国家审计这一治理利器的良性引导作用，以自我革命推进国家治理体系现代化：政府审计应当以新发展理念为引领，有效纠偏市场主体行为并防患于未然，推动经济发展方式转变，促进经济社会高质量发展。

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